Nghiên cứu này hướng đến việc xây dựng thang đo, đo lường chất lượng thông tin (CLTT) báo cáo tài chính (BCTC) theo phương pháp trực tiếp dựa trên các thuộc tính CLTT BCTC được ban hành bởi Hội đồng tiêu chuẩn kế toán tài chính Hoa kỳ (FASB) và Ủy ban chuẩn mực kế toán quốc tế (IASB) vào năm 2010 (FASB & IASB 2010).
66 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT JOURNAL: ECONOMICS - LAW AND MANAGEMENT, VOL 2, NO 1, 2018 Tác động nhân tố bên doanh nghiệp đến chất lượng thông tin báo cáo tài doanh nghiệp Việt Nam Phạm Quốc Thuần Tóm tắt—Nghiên cứu hướng đến việc xây dựng thang đo, đo lường chất lượng thơng tin (CLTT) báo cáo tài (BCTC) theo phương pháp trực tiếp dựa thuộc tính CLTT BCTC ban hành Hội đồng tiêu chuẩn kế toán tài Hoa kỳ (FASB) Ủy ban chuẩn mực kế toán quốc tế (IASB) vào năm 2010 (FASB & IASB 2010) Bên cạnh đó, nghiên cứu định tính, nghiên cứu xác định nhân tố bên doanh nghiệp (DN) tác động đến thuộc tính Thích đáng (Relevance) CLTT BCTC Hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN); Hỗ trợ từ phía nhà quản trị (HTNQT); Đào tạo bồi dưỡng (ĐTvBD); Hiệu Hệ thống kiểm soát nội (HQKSNB); Năng lực nhân viên kế toán (NLNVKT) Bằng nghiên cứu định lượng, nghiên cứu xây dựng mơ hình hồi quy cho thấy mức độ tác động nhân tố QTLN; HTNQT; ĐTvBD; NLNVKT đến tính Thích đáng CLTT BCTC Từ khóa—Thích đáng, chất lượng thơng tin, báo cáo tài chính, Hành vi quản trị lợi nhuận, Hỗ trợ từ phía nhà quản trị, Đào tạo bồi dưỡng, Hiệu Hệ thống kiểm soát nội bộ, Năng lực nhân viên kế tốn GIỚI THIỆU CHUNG T HƠNG tin kế tốn xem thành phần yếu thơng tin quản lý, đảm nhận vai trò quản lý nguồn lực thơng tin tài cho DN, thu thập ghi nhận nghiệp vụ kinh tế tài phát sinh DN cung cấp thông tin kinh tế, tài phục vụ cho nhu cầu người sử dụng [4; 8] Joseph cho thông tin kế toán nghèo nàn đe dọa cho khả cạnh tranh tổ chức [9] Người sử dụng thông tin phải đối mặt với việc tiếp nhận thông tin BCTC tin cậy từ Ngày nhận thảo: 07-02-2018, ngày chấp nhận đăng: 0205-2018, ngày đăng: 15-7-2018 Tác giả Phạm Quốc Thuần, công tác trường Đại học Kinh tế - Luật, ĐHQG HCM (e-mail: thuanpq@uel.edu.vn) nguyên nhân khác khó khăn việc tiếp cận nguồn thơng tin; đối mặt với động gian lận thông tin từ phía đối tượng cung cấp thơng tin; từ nguyên nhân phát sinh trực tiếp từ chất nghiệp vụ trình kinh doanh Sự gian lận thơng tin kế tốn gây nên nhiều tác hại cho DN lẫn cho xã hội Xuất phát từ thực trạng trên, tác giả cho CLTT có CLTT BCTC nhân tố ảnh hưởng đến vấn đề xã hội DN quan tâm Vấn đề cốt lõi nghiên cứu CLTT BCTC tìm hiểu phương thức xác định đánh giá CLTT BCTC [3] Tổng quan nghiên cứu trước cho thấy đa phần việc đo lường CLTT BCTC thường thực theo phương pháp gián tiếp (thông qua đánh giá CL lợi nhuận BCTC để suy kết luận CL BCTC; đánh giá mối quan hệ số liệu lợi nhuận BCTC với phản ứng thị trường chứng khốn, qua đo lường tính Thích hợp thơng tin BCTC,…) cịn nghiên cứu tiến hành đo lường CLTT BCTC theo phương pháp trực tiếp (đo lường CLTT BCTC thuộc tính CLTT) Bên cạnh đó, nhân tố mơ hình nghiên cứu cịn rời rạc chưa tập trung khó so sánh mức độ tác động nhân tố đến CLTT BCTC [5; 1] Nghiên cứu thực nhằm đo lường CLTT BCTC theo phương pháp trực tiếp; xác định, đo lường nhân tố tác động đến CLTT BCTC DN Việt Nam; Xây dựng mô hình hồi quy phản ánh mức độ tác động nhân tố đến CLTT BCTC Các thành phần đo lường CLTT BCTC nhân tố tác động đến đa dạng, khn khổ hạn hẹp viết này, tác giả tiếp cận CLTT BCTC khía cạnh thuộc tính Thích đáng theo quan điểm (FASB & IASB 2010 xem xét nhân tố tác động TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ: CHUYÊN SAN KINH TẾ - LUẬT VÀ QUẢN LÝ, TẬP 2, SỐ 1, 2018 từ phía bên DN Kết nghiên cứu cung cấp thông tin định lượng tính Thích đáng CLTT BCTC DN Việt Nam khẳng định rõ mức độ tác động nhân tố bên ngồi DN đến nó, từ tạo sở cho việc đánh giá thực trạng CLTT BCTC khía cạnh Thích đáng gợi ý số sách, giải pháp nhằm gia tăng CLTT BCTC DN Việt Nam CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các khái niệm yếu Khái niệm CLTT BCTC: FASB (1993) khái niệm CLTT BCTC xác định thuộc tính Thích đáng [2], Đáng tin cậy Dễ hiểu cho người dùng; IASB [7] cho CL hiểu thuộc tính làm cho thơng tin trình bày BCTC trở nên hữu ích người sử dụng thông tin (Dễ hiểu; Thích đáng; Đáng tin cậy; Có thể so sánh); theo quan điểm hài hòa IASB & FASB, CLTT BCTC xác định thơng qua thuộc tính hữu ích bao hàm Thích đáng, Trình bày trung thực nâng cao tính Có thể so sánh, Có thể kiểm chứng, Kịp thời Dễ hiểu [7] Trong phạm vi viết, tác giả khái niệm CLTT BCTC dựa quan điểm hài hịa IASB & FASB, theo CLTT BCTC đo lường ba thuộc chính yếu: Thích đáng, Trình bày trung thực thuộc tính làm gia tăng CLTT BCTC Khái niệm Thích đáng: Thích đáng khái niệm khả tác động thông tin đến việc định người sử dụng Thơng tin có khả ảnh hưởng đến việc định mang giá trị dự đoán, giá trị xác nhận hay hai [7], đó: + Giá trị dự đốn: thơng tin sử dụng thông tin đầu vào người sử dụng dự đoán kết tương lai [7] + Giá trị xác nhận: thông tin cung cấp phản hồi việc thừa nhận thay đổi đánh giá trước [7] 2.2 Cơ sở lý thuyết Mối quan hệ biến độc lập với CLTT BCTC mơ hình nghiên cứu biện luận lý giải tảng lý thuyết sở như: Lý thuyết đại diện (Hành vi quản trị lợi nhuận; Hiệu HTKSNB); Quan điểm Chất lượng tổng thể- TQM (Hỗ trợ từ phía nhà 67 quản trị; Năng lực nhân viên; Đào tạo bồi dưỡng) Nền tảng lý thuyết sở giúp hình thành sở vững cho nội dung phần nghiên cứu định tính hình thành nên giả thuyết nghiên cứu 2.3 Tổng quan nghiên cứu trước Hongjiang Xu & ctg tiến hành nghiên cứu tìm hiểu nhân tố tác động đến CLTT BCTC DN Australia [5] Nghiên cứu tiến hành thơng qua nhiều bước Đầu tiên nhóm tác giả tham khảo sở lý thuyết nghiên cứu trước thuộc lĩnh vực thơng tin quản lý để rút nhóm nhân tố tác động đến CLTT Sau nhóm nhân tố kiểm định lại nghiên cứu định tính thơng qua nghiên cứu tình Kết phân tích từ nghiên cứu tình cho thấy nhóm nhân tố Con người (Đào tạo huấn luyện; Vai trò người kiểm soát), Hệ thống (Tương tác người với hệ thống; Vai trị hệ thống kiểm sốt), Tổ chức (Cấp trúc, Văn hóa tổ chức) Nhân tố bên ngồi (sự thay đổi cơng nghệ, sách,…) thực tác động đến CLTT BCTC Céline Michailesco tiến hành tìm hiểu nhân tố tác động đến CLTT BCTC DN Pháp khoản thời gian từ 1991- 1995 [1] Nghiên cứu Céline Michailesco (2010) tiến hành khảo sát 100 DN Pháp có thực niêm yết thị trường chứng khốn liên tục năm Sau đó, tác giả tiến hành phân tích liệu qua hai giai đoạn: phân tích mơ tả định lượng để kiểm tra mối liên hệ nhân tố đưa từ giả thuyết nghiên cứu phân tích khẳng định mối quan hệ nhân tố thông qua mơ hình hồi quy Kết nghiên cứu cho thấy mơ hình có R2 giao động từ 10,82% đến 22,13% tùy theo năm Xét tổng thể thời gian nghiên cứu (1991-1995) có hai yếu tố tác động đến CLTT BCTC yếu tố niêm yết thị trường chứng khoán nước yếu tố niêm yết nhiều thị trường chứng khoán Sự phân bố quyền sở hữu vốn tác động đến CLTT vào năm 1993-1995; mức độ nợ tác động đến CLTT vào năm 1995 Trên sở tổng hợp nghiên cứu trước, tác giả thấy nhân tố tác động đến CLTT BCTC đa dạng phân làm hai nhóm nhân tố chính: bên DN (Đào tạo bồi dưỡng; Vai trò nhà quản trị cấp cao,…) bên DN (Niêm Yết; vai trị Kiểm tốn độc lập,…) Tuy nhiên nghiên cứu chủ đề 68 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT JOURNAL: ECONOMICS - LAW AND MANAGEMENT, VOL 2, NO 1, 2018 cịn rời rạc, chưa hình thành nên mơ hình nghiên cứu với đầy đủ nhân tố Bên cạnh đó, đối tượng nghiên cứu trước đa phần CL hệ thống thơng tin kế tốn CLTT kế tốn nói chung Vì nghiên cứu định tính tác giả lựa chọn để xác định nhân tố cho mơ hình nghiên cứu PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ XÂY DỰNG THANG ĐO Dựa mục tiêu nghiên cứu xác định, phần nghiên cứu định tính giúp xác định, xây dựng thang đo đo lường nhân tố tác động đến tính Thích đáng CLTT BCTC Nghiên cứu định lượng giúp đo lường nhân tố kiểm định, xác định mức độ tác động nhân tố bên DN đến tính Thích đáng CLTT BCTC 3.1 Nghiên cứu định tính Nghiên cứu định tính tiến hành nghiên cứu tình với đối tượng tham gia thảo luận bao gồm Kế toán trưởng; Trưởng phận IT; Giám đốc tài chính; Trưởng phịng KSNB; Trưởng phịng kiểm toán Với số lượng mẫu xác định theo phương pháp bảo hịa với 14 tình huống, kết phân tích cho thấy có nhân tố bên DN cho tác động đến CLTT BCTC: QTLN, HTNQT, ĐTvBD, HQKSNB, NLNVKT 3.2 Mơ hình, giả thuyết nghiên cứu Dựa kết nghiên cứu định tính, tác giả xây dựng mơ hình cho nghiên cứu theo Hình Hình Mơ hình nghiên cứu (nguồn: xây dựng từ kết nghiên cứu) Dựa mục tiêu nghiên cứu xác định, phần nghiên cứu định tính giúp xác định, xây dựng thang đo đo lường nhân tố tác động đến tính Thích đáng CLTT BCTC Nghiên cứu định lượng giúp đo lường nhân tố kiểm định 3.3 Thang đo Nguyên tắc xây dựng thang đo: tác giả sử dụng thang đo có sẵn sau điều chỉnh cho phù hợp với bối cảnh nghiên cứu Việt Nam thông qua ý kiến rút nghiên cứu tình Đối với khái niệm mới, thang đo xây dựng dựa ý kiến thu thập từ nghiên cứu tình Về cấp bậc, nghiên cứu sử dụng thang đo cấp quãng, cụ thể thang đo Likert với năm mức độ Đo lường Tính thích đáng CLTT BCTC: Thích đáng thang đo bậc bao gồm hai thành phần: Giá trị dự đoán; Giá trị xác nhận Giá trị dự đoán đo lường biến quan sát: (1) Thông tin BCTC đơn vị đủ tin cậy để nhà đầu tư định- DĐ1; (2) Thông tin BCTC đơn vị đủ tin cậy để người cho vay, chủ nợ định- DĐ2; (3) Thông tin BCTC đơn vị đủ tin cậy để tiên đoán kết tương lai-DĐ3 Giá trị xác nhận đo lường biến quan sát: (1) Thông tin BCTC đủ tin cậy để đánh giá tình hình thực kế hoạch DN- XN1MH; (2) Thông tin BCTC không đủ tin cậy để đánh giá hiệu hoạt động DN- XN2MH; (3) Thông tin BCTC phản ánh chưa xác đáng thực trạng kinh tế, tài DN- XN3MH Thang đo QTLN: thang đo bậc bao gồm biến quan sát: Ý muốn nhà QT có ảnh hưởng đến việc xử lý trình bày BCTC-QTLN1; Định hướng nhà QT có tác động đến việc lựa chọn phương pháp kế toán-QTLN2; Nhà QT thường xun tác động đến cơng việc kế tốn đơn vịQTLN3; Nhà QT thường yêu cầu xử lý TT kế tốn theo ý mình-QTLN4 Thang đo HTNQT: thang đo bậc bao gồm biến quan sát: Nhà quản trị đánh giá cao tầm quan trọng CLTT kế toán-QTLN1; Thiết kế & vận hành hệ thống thơng tin kế tốn ln có tham gia nhà quản trị-QTLN2; Nhà quản trị cung cấp đủ nguồn lực cho tổ chức vận TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ: CHUYÊN SAN KINH TẾ - LUẬT VÀ QUẢN LÝ, TẬP 2, SỐ 1, 2018 hành HT TTKT-QTLN3; Nhà quản trị yêu cầu việc trình bày TT kế tốn phải trung thực, hợp lý-QTLN4 Thang đo ĐTvBD: thang đo bậc bao gồm biến quan sát: Đơn vị yêu cầu nhân viên phải ln nâng cao trình độ kế tốn thuếĐTvBD1; Đơn vị ln hỗ trợ việc đào tạo bồi dưỡng kiến thức KT, thuế- ĐTvBD1; Đơn vị ln có chế độ đào tạo bồi dưỡng nhân viên cập nhật, nâng cấp hệ thống thơng tin kế tốnĐTvBD1; Đơn vị có kế hoạch thực đào tạo bồi dưỡng liên tục- ĐTvBD1 Thang đo HQKSNB: thang đo bậc bao gồm biến quan sát: đơn vị có thiết lập quy định thủ tục kiểm soát nhằm đảm bảo DN tuân thủ pháp luật-HQKSNB1; KSNB đơn vị giúp ngăn ngừa hiệu gian lận sai sótHQKSNB2; KSNB đơn vị giám sát thường xuyên hoạt động hệ thống thơng tin kế tốn kế tốn-HQKSNB3; KSNB kiểm tra giám sát việc đảm bảo CLTT kế toán-HQKSNB4 Thang đo NLNVKT: thang đo bậc bao gồm biến quan sát: nhân viên kế toán chưa am hiểu rõ chuẩn mực & chế độ KT-NLKTMH1; Khả hiểu & vận dụng quy định kế toán vào thực tế nhân viên hạn chế-NLKTMH1; nhân viên nhân viên chưa am hiểu rõ quy trình, đặc điểm SXKD đơn vị-NLKTMH1; nhân viên kế toán chưa am hiểu rõ chất nghiệp vụ kinh tế đơn vị-NLKTMH1 69 3.4 Nghiên cứu định lượng Nghiên cứu tiến hành phương pháp khảo sát với đối tượng thu thập liệu yếu Kế tốn trưởng DN có trụ sở TPHCM tỉnh lân cận Bình Dương, Đồng Nai, Long An,… Để đánh giá độ tin cậy thang đo, nghiên cứu dùng hệ số Cronbach alpha; để kiểm định giá trị thang đo, nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA [10] Để kiểm định giả thuyết nguyên cứu xác định mức độ tác độ nhân tố mơ hình, tác giả dùng phương pháp phân tích hồi quy KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Mô tả mẫu nghiên cứu Nghiên cứu thực mẫu bao gồm 180 DN Trong số này, có 137 DN chưa niêm yết, 21 niêm yết Việt Nam 22 niêm yết nước ngồi Về kiểm tốn độc lập, có 53 DN chưa thực kiểm tốn BCTC; 70 ngồi Big kiểm toán 57 big4 kiểm toán Về trụ sở chính, có 145 DN có trụ sở TP HCM, số cịn lại tỉnh lân cận Đồng Nai, Bình Dương, Long An,… 4.2 Thực trạng tính Thích đáng CLTT BCTC DN Việt Nam Dựa giá trị biến quan sát thu thập qua trình khảo sát, tác giả tiến hành tính tốn giá trị Thích đáng, thành phần đo lường (Giá trị xác nhận Giá trị dự đoán) sở lấy giá trị trung bình biến (Bảng 1) BẢNG ĐO LƯỜNG TÍNH THÍCH ĐÁNG CỦA CLTT BCTC N Tổng quan sát Trung bình Quan sát bị lỗi Trung vị Mode Độ lệch chuẩn Phương sai THICHDANG 180 3,7231 4,0000 4,00 0,84235 0,710 GTDĐ 180 3,7370 4,0000 4,00 0,77033 0,593 180 3,7093 4,0000 4,00 1,05293 1,109 GTXN Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS Kết phân tích theo Bảng cho thấy xét theo khía cạnh Thích đáng CLTT BCTC DN Việt Nam đánh giá theo mức độ (3,72/5 điểm) Điều cho thấy BCTC DN chưa đảm bảo độ tin cậy mức cao để đối tượng sử dụng định tiên đoán kết tương lai DN phản ánh chưa thật xác đáng tồn q trình hoạt động kinh doanh DN 4.3 Mô tả mẫu nghiên cứu Kết kiểm định cho thấy Cronbach ∝ thang đo có giá trị cao (từ 0,818 đến 0,939) hệ số tương quan biến tổng biến khoản 0,608–0,917 (> 0,3) cho thấy thành phần thang đo đo lường khái niệm nghiên cứu có độ tin cậy cao biến quan sát đạt yêu cầu (xem Bảng 2) 70 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT JOURNAL: ECONOMICS - LAW AND MANAGEMENT, VOL 2, NO 1, 2018 BẢNG KẾT QUẢ PHÂN TÍCH CRONBACH α CHO CÁC THANG ĐO Biến quan sát Trung bình thang đo loại biến Phương sai thang đo loại biến Tương quan biến tổng Cronbach's Alpha loại biến Thành phần: Giá trị dự đoán (GTDĐ), Alpha = 0,870 DĐ1 7,45000 2,428 0,799 0,772 DĐ2 7,32778 2,501 0,781 0,790 DĐ3 7,64444 2,655 0,677 0,884 Thành phần: Giá trị xác nhận(GTXN), Alpha = 0,907 XN1MH 7,48889 4,676 0,781 0,894 XN2MH 7,31667 4,642 0,855 0,833 XN3MH 7,45000 4,606 0,807 0,872 Thành phần: Hành vi quản trị lợi nhuận (QTLN), Alpha = 0,890 QTLN1 9,14444 8,783 ,786 ,849 QTLN2 9,12222 9,337 ,689 ,885 QTLN3 9,51111 8,542 ,797 ,845 QTLN4 9,80556 8,761 ,766 ,856 Thành phần: Hỗ trợ từ phía nhà quản trị (HTNQT), Alpha = 0,818 HTNQT1 11,72778 4,568 ,720 ,737 HTNQT2 11,95000 4,506 ,608 ,786 HTNQT3 11,88889 4,714 ,609 ,784 HTNQT4 11,88333 4,439 ,629 ,776 Thành phần: Đào tạo bồi dưỡng (ĐTvBD), Alpha = 0,939 ĐTvBD1 11,36111 7,953 ,780 ,944 ĐTvBD2 11,61667 6,886 ,917 ,900 ĐTvBD3 11,63333 7,060 ,887 ,910 ĐTvBD4 11,82222 6,661 ,853 ,924 Thành phần: Hiệu Hệ thống kiểm soát nội (HQKSNB), Alpha = 0,932 HQKSNB1 10,96111 7,736 ,736 ,944 HQKSNB2 10,97778 7,474 ,840 ,911 HQKSNB3 11,06667 7,068 ,899 ,891 HQKSNB4 11,09444 7,237 ,888 ,895 Thành phần: Năng lực nhân viên kế toán (NLNVKT), Alpha = 0,927 NLKTMH1 11,46111 6,853 ,823 ,908 NLKTMH2 11,53889 7,043 ,842 ,900 NLKTMH3 11,22778 7,439 ,840 ,902 NLKTMH4 11,18889 7,350 ,817 ,908 Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS 4.4 Kiểm định giá trị thang đo phân tích EFA Kiểm định mức độ quan hệ biến đo lường Có nhiều tiêu chí để đánh giá mối quan hệ biến (Nguyễn Đình Thọ, 2011), có phép kiểm định Bartlett (Barlette có p 0,50) Kết kiểm định Bartlett KMO cho thang đo Thích đáng thuộc CLTT BCTC (biến phụ thuộc) thang đo nhân tố tác động đến CLTT BCTC (biến độc lập) cho thấy p=0,000 0,50 (Bảng 3) thang đo xem phù hợp để phân tích EFA TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ: CHUYÊN SAN KINH TẾ - LUẬT VÀ QUẢN LÝ, TẬP 2, SỐ 1, 2018 BẢNG KIỂM ĐỊNH BARTLETT VÀ KMO (BẢNG 3) Kiểm định KMO Bartlett Thang đo biến phụ thuộc KMO Giá trị Sig 0,862 0,000 Thang đo biến độc lập 0,876 0,000 Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS Phân tích EFA cho thang đo thuộc biến phụ thuộc (Thích đáng) Trong nghiên cứu mình, tác giả giả thuyết ban đầu thang đo Thích đáng có thành phần: Giá trị dự đốn; Giá trị xác nhận Để phân tích EFA cho thang đo này, tác giả tiến hành 71 xem xét nhân tố trích cho thành phần Kết phân tích theo Bảng cho thấy có nhân tố trích với tổng phương sai trích TVE 82,1% Điều cho thấy thang đo đạt giá trị phân biệt Tác giả tiếp tục xem xét ma trận trọng số nhân tố dựa vào phép trích PCA để xem xét biến nhóm vào nhân tố (Bảng 5) Kết phân tích cho thấy trọng số nhân tố biến nhóm vào biến mà đo lường > 0,50 cho thấy biến thực đo lường khái niệm cần đo lường Các kết cho thấy thang đo đạt giá trị hội tụ BẢNG NHÂN TỐ VÀ PHƯƠNG SAI TRÍCH CỦA THANG ĐO THÍCH ĐÁNG CỦA CLTT BCTC Tổng phương sai giải thích (Total Variance Explained) Giá trị Eigen ban đầu Nhân tố TC % phương sai Tổng bình phương tải trọng trích Lũy kế % TC % phương sai Lũy kế % Tổng bình phương tải trọng xoay TC % phương sai Lũy kế % 4,181 69,684 69,684 4,181 69,684 69,684 2,529 42,154 42,154 0,743 12,385 82,068 0,743 12,385 82,068 2,395 39,915 82,068 0,406 6,770 88,839 0,290 4,832 93,670 0,212 3,533 97,203 0,168 2,797 100,000 Phương pháp trích: Principal Component Analysis Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS BẢNG MA TRẬN TRỌNG SỐ NHÂN TỐ THANG ĐO THÍCH ĐÁNG CỦA CLTT BCTC Ma trận trọng số nhân tố xoay (Rotated Component Matrix) a Nhân tố Giá trị xác nhận DĐ1 0,279 DĐ2 0,376 DĐ3 0,370 XN1MH 0,846 XN2MH 0,865 XN3MH 0,842 Phương pháp trích: Principal Component Analysis Phương pháp xoay: Varimax with Kaiser Normalization Giá trị dự đoán 0,888 0,828 0,751 0,316 0,363 0,354 Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS Phân tích EFA cho thang đo thuộc biến độc lập Tác giả giả thuyết ban đầu có nhân tố thuộc biến độc lập Kết phân tích (Bảng 6) cho thấy có nhân tố trích Eigenvalues 1,248 với tổng phương sai trích TVE 79,583% Điều hoàn toàn phù hợp với giả thuyết ban đầu tác giả đề Tiếp theo, kiểm định giá trị hội tụ thang đo dựa vào phép trích PCA cho thấy trọng số nhân tố biến nhóm vào biến mà đo lường > 0,50 cho thấy biến thực đo lường khái niệm cần đo lường (Bảng 7) 72 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT JOURNAL: ECONOMICS - LAW AND MANAGEMENT, VOL 2, NO 1, 2018 BẢNG NHÂN TỐ VÀ PHƯƠNG SAI TRÍCH CỦA THANG ĐO THUỘC BIẾN ĐỘC LẬP Tổng phương sai giải thích (Total Variance Explained) Giá trị Eigen ban đầu Tổng bình phương tải trọng trích % Tổng bình phương tải trọng xoay % Nhân tố TC 7,770 38,851 38,851 7,770 38,851 38,851 3,436 17,179 17,179 3,126 15,630 54,481 3,126 15,630 54,481 3,341 16,704 33,883 2,179 10,895 65,376 2,179 10,895 65,376 3,285 16,423 50,306 1,593 7,966 73,342 1,593 7,966 73,342 3,117 15,584 65,891 1,248 6,241 79,583 1,248 6,241 79,583 2,738 13,692 79,583 ,581 2,907 82,489 ,533 2,665 85,154 ,427 2,135 87,289 ,380 1,899 89,188 … … … … phương sai Lũy kế % TC phương sai Lũy kế % TC % phương sai Lũy kế % Phương pháp trích: Principal Component Analysis Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS BẢNG MA TRẬN TRỌNG SỐ NHÂN TỐ THANG ĐO CÁC BIẾN ĐỘC LẬP Ma trận trọng số nhân tố xoaya ĐT&BD NLNVKT HQKSNB QTLN HTNQT QTLN1 -,048 -,124 -,123 ,866 QTLN2 ,049 -,136 -,137 ,808 -,101 ,121 QTLN3 -,081 -,177 -,162 ,854 -,037 QTLN4 -,156 -,287 -,155 ,183 ,140 ,100 ,794 -,099 -,173 HTNQT1 HTNQT2 ,086 ,078 ,107 ,136 ,798 HTNQT3 ,277 ,041 ,126 -,024 ,725 HTNQT4 ,182 ,129 ,289 -,260 ,686 ĐTvBD1 ,848 ,110 ,185 -,051 ,125 ĐTvBD2 ,878 ,135 ,230 -,086 ,242 ĐTvBD3 ,836 ,133 ,323 -,078 ,223 ĐTvBD4 ,841 ,134 ,252 -,013 ,214 HQKSNB1 ,130 ,102 ,754 -,197 ,332 HQKSNB2 ,349 ,082 ,805 -,189 ,157 HQKSNB3 ,281 ,068 ,894 -,124 ,114 HQKSNB4 ,271 ,092 -,174 ,096 NLKTMH1 ,042 ,890 ,881 ,149 -,123 ,033 NLKTMH2 ,112 ,883 ,013 -,197 ,074 NLKTMH3 ,149 ,866 ,064 -,185 ,153 NLKTMH4 ,156 ,855 ,076 -,182 ,128 Phương pháp trích: Principal Component Analysis Phương pháp xoay: Varimax with Kaiser Normalization a Rotation converged in iterations Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS ,822 TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KHOA HỌC & CƠNG NGHỆ: CHUN SAN KINH TẾ - LUẬT VÀ QUẢN LÝ, TẬP 2, SỐ 1, 2018 4.5 Kết phân tích hồi quy Kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính: tác giả dùng Biểu đồ Scatter để kiểm định giả định liên hệ tuyến tính (Hình 2) Rất dễ dàng để quan sát phần dư phân tán ngẫu 73 nhiên vùng xung quanh đường qua tung độ Điều cho thấy phần dư giá trị dự đốn chuẩn hóa độc lập nhau, giả định liên hệ tuyến tính thỏa mãn Hình 2: Biểu đồ phân tán giữa phần dư giá trị dự đốn Mơ hình hồi quy tuyến tính sử dụng cho nghiên cứu Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS Kiểm tra giả định phương sai sai số không đổi: tác giả dùng kiểm định tương quan hạng Spearman để kiểm tra giả định Kết kiểm định Spearman (Bảng 8) cho thấy giá trị Sig cao (=0,237>5%) Như giả thuyết chấp nhận BẢNG KIỂM ĐỊNH SPEARMAN CHO GIẢ ĐỊNH PHƯƠNG SAI CỦA SAI SỐ KHÔNG ĐỔI Tương quan (Correlations) ABScuare Spearman's rho ABScuare Hệ số tương quan Giá trị Sig (2-tailed) N 1,000 THICHDANG -,089 ,237 180 180 -,089 1,000 ,237 N 180 Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS 180 THICHDANG Hệ số tương quan Giá trị Sig (2-tailed) Kiểm tra giả định phân phối chuẩn phần dư: nghiên cứu xây dựng Biểu đồ tần suất phần dư để kiểm định giả thuyết Hình cho thấy đường cong phân phối chuẩn đặt chồng lên biểu đồ tần số với phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = độ lệch chuẩn Std Dev = 0,986 tức gần 1) Điều cho thấy giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm Hình 3: Biểu đồ tần suất phần dư chuẩn hóa (Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS) 74 SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT JOURNAL: ECONOMICS - LAW AND MANAGEMENT, VOL 2, NO 1, 2018 trị d = 1,974 (gần 2), giả định tính độc lập sai số thỏa mãn Kiểm tra giả định tính độc lập sai số: kiểm định Durbin- Watson (Bảng 9) cho thấy giá BẢNG KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH DURBIN- WATSON Tóm tắt mơ hình (Model Summaryb) R bình phương hiệu chỉnh Giá trị R R bình phương Sai số chuẩn Mơ hình (Std Error of the Estimate) Durbin-Watson ,676a ,457 ,442 ,62940 1,974 a Biến độc lập: (Hằng số), NLNVKT, HQKSNB, HTNQT, QTLN, DTvBD b.Biến phụ thuộc: THICHDANG Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS R2= 0,457 R2adj= 0,442 (Bảng 9) Kiểm định F (Bảng 10) cho thấy mức ý nghĩa = 0,000 Như vậy, mơ hình hồi quy phù hợp Các biến độc lập giải thích đến 44,2% biến thiên biến phụ thuộc Mô hình hồi quy kiểm định giả thuyết nghiên cứu Bằng phương pháp đồng thời phân tích hồi quy phương pháp bình phương bé OLS, kết phân tích cho thấy hệ số xác định BẢNG 10 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH F ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Hồi quy 58,079 11,616 Phần dư 68,930 174 ,396 127,009 179 Tổng cộng a Dependent Variable: THICHDANG Giá trị Sig ,000b 29,322 b Predictors: (Constant), NLNVKT, HQKSNB, HTNQT, QTLN, DTvBD Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS BẢNG 11 BẢNG TRỌNG SỐ HỒI QUY Coefficientsa Hệ số chưa chuẩn hóa Mơ hình B Hệ số chuẩn hóa Giá trị Beta t Std Error (Constant) 1,759 ,440 QTLN -,254 ,056 HTNQT ,295 ĐTvBD Mức ý nghĩa Sig Thống kê cộng tuyến Dung sai VIF 3,993 ,000 -,294 -4,535 ,000 ,744 1,344 ,081 ,242 3,649 ,000 ,709 1,410 ,132 ,070 ,138 1,888 ,061 ,586 1,706 HQKSNB ,105 ,069 ,112 1,513 ,132 ,572 1,749 NLNVKT ,184 ,061 ,193 3,030 ,003 ,769 1,301 a Dependent Variable: THICHDANG Nguồn: số liệu khảo sát thực tế 2015 kết xuất từ phần mềm SPSS Kết kiểm định giả thuyết nghiên cứu Dựa vào kết bảng trọng số hồi quy, kết kiểm định giả thuyết nghiên cứu trình bày sau (Bảng 12): TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ: CHUYÊN SAN KINH TẾ - LUẬT VÀ QUẢN LÝ, TẬP 2, SỐ 1, 2018 75 BẢNG 12 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU Giả thuyết Kết Kết luận H1: QTLN tác động ngược chiều đến tính Thích đáng CLTT BCTC Chấp nhận Thích đáng BCTC giảm 0,294 điểm tương ứng với điểm tăng thêm QTLN (*) H2: HTNQT tác động chiều đến CLTT BCTC Chấp nhận Thích đáng BCTC tăng thêm 0,242 điểm tương ứng với điểm tăng thêm HTNQT (*) H3: ĐTvBD có động chiều đến CLTT BCTC Chấp nhận Thích đáng BCTC tăng thêm 0,138 điểm tương ứng với điểm tăng thêm ĐTvBD (**) H4: HQKSNB tác động đến chiều CLTT BCTC Bác bỏ Chưa có chứng cho thấy HQKSNB tác động đến tính Thích đáng BCTC H5: NLNVKT tác động đến chiều CLTT BCTC Chấp nhận Thích đáng BCTC tăng thêm 0,193 điểm tương ứng với điểm tăng thêm NLNVKT (*) Ghi chú: (*): mức ý nghĩa thống kê = 5%; (**): mức ý nghĩa thống kê = 10% Mơ hình hồi quy Bảng 11 cho thấy VIF biến thấp (